付彩芳

（中共深圳市鹽田區(qū)委黨校，廣東深圳518000）

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)總量已多年穩(wěn)居世界第二位。但這種以資本、勞動力等要素投入為主要特征的增長模式不僅難以為繼，還產(chǎn)生了一系列嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)和社會問題。而環(huán)境污染問題便是其中的典型代表。2016年，原環(huán)境保護(hù)部發(fā)布的《2015中國環(huán)境狀況公報》顯示：全國338個地級以上城市中，265個城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標(biāo)，占78.4%；在2015年首批實(shí)施新環(huán)境空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)的城市中，僅舟山、福州、廈門等11個城市的空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)；全國338個地級以上城市的PM2.5平均濃度為50微克/立方米，達(dá)標(biāo)城市比例僅為16.2%；六成監(jiān)測點(diǎn)地下水水質(zhì)較差或極差。可見，加快解決中國環(huán)境污染問題已刻不容緩，如何有效提升環(huán)境治理績效已成為政府和經(jīng)濟(jì)學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)課題。

一、文獻(xiàn)綜述

目前，相關(guān)文獻(xiàn)可分為以下兩類：

（1）環(huán)境治理績效的測算與分析。一是采用單一指標(biāo)法。臧傳琴和初帥［1］采用SO2排放量作為環(huán)境治理績效的代理變量。楊鈞［2］、何好俊和祝樹金［3］分別采用DEA-Malquist指數(shù)進(jìn)行度量，發(fā)現(xiàn)地區(qū)環(huán)境治理綜合績效呈下降態(tài)勢；二是采用多指標(biāo)綜合評價法。祁毓等［4］將環(huán)境治理績效劃分為污染物排放、污染治理以及生態(tài)環(huán)境3個維度，并采用主成分分析法對其進(jìn)行綜合評價。李春瑜［5］基于PSR模型的主成分分析法，對全國31個省份2011—2013年間的大氣環(huán)境治理績效進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大氣環(huán)境治理績效兩極分化的不平衡狀態(tài)比較明顯，沒有體現(xiàn)出綜合治理和系統(tǒng)治理，且治理績效近年來整體并無改善。張亞斌等［6］將環(huán)境治理績效劃分為工業(yè)碳排放和工業(yè)污染排放綜合指數(shù)兩部分，并利用2002—2010年間中國各省市工業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。

（2）環(huán)境治理績效的影響因素分析。主要包括4類文獻(xiàn)：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。徐志偉［7］以2001—2013年間中國30個省市工業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明產(chǎn)出增長會引起環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。黃瀅等［8］運(yùn)用2003—2011年間的城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)GDP占比低于5%時，第二產(chǎn)業(yè)比重越大，則環(huán)境政策強(qiáng)度越小。許正松和孔凡斌［9］發(fā)現(xiàn)工業(yè)增加值占GDP比重和重工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重與環(huán)境污染綜合指數(shù)之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而第三產(chǎn)業(yè)比重的變化對環(huán)境污染的影響并不顯著。③對外開放程度。余官勝［10］利用工業(yè)廢水治理數(shù)據(jù)通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)進(jìn)口貿(mào)易會提高污染治理水平，而出口貿(mào)易和FDI則會降低污染治理水平。④政府行為。List和Gerking［11］、Sigman［12］通過對美國分權(quán)環(huán)境治理前后二氧化硫等多種污染物進(jìn)行測度后發(fā)現(xiàn)，分權(quán)治理有利于環(huán)境質(zhì)量的改善。徐現(xiàn)祥等［13］發(fā)現(xiàn)，如果官員在任期內(nèi)能夠保持良好的經(jīng)濟(jì)績效，則會幫助其晉升和連任。在這種標(biāo)準(zhǔn)下，官員為了GDP的增長會不可避免地犧牲環(huán)境以追求經(jīng)濟(jì)增長。此外，還有學(xué)者考察了人口密度、地形、社會資本等因素對環(huán)境治理績效的影響［14］。

綜上分析，可以發(fā)現(xiàn)：①與單一指標(biāo)相比，多指標(biāo)綜合評價更為全面準(zhǔn)確，而且可以深入分析環(huán)境治理績效的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，應(yīng)用程度更廣；②盡管環(huán)境治理績效的影響因素眾多，但由于市場機(jī)制無法補(bǔ)償和糾正經(jīng)濟(jì)部性，政府行為對環(huán)境治理績效的影響更為顯著。隨著研究不斷深入，部分學(xué)者意識到，官員對轄區(qū)環(huán)境污染的影響不僅僅由其所面對的激勵決定。如果只從激勵的框架下進(jìn)行分析，難免把官員作為個體“同質(zhì)”化了。越來越多的研究表明，官員的晉升路徑、學(xué)歷、任職年齡等個人因素都會對轄區(qū)內(nèi)環(huán)境污染和治理產(chǎn)生一定的影響［15］。而且現(xiàn)有研究大多基于宏觀層面，即在現(xiàn)有體制下研究官員行為對環(huán)境污染問題的影響，缺少從微觀層面討論由于官員不同的個人特征造成的行為差異對環(huán)境污染問題產(chǎn)生的不同影響。另外我們注意到，現(xiàn)有討論官員特征對環(huán)境污染影響的文獻(xiàn)對于官員自身特征的設(shè)置較為簡單，并對一些關(guān)鍵變量缺少關(guān)注。那么，官員的具體特征究竟是如何影響城市環(huán)境治理績效的？又產(chǎn)生了什么樣的實(shí)際效果？這些效果又是否會因區(qū)域而發(fā)生顯著變化？很顯然，要想對這些問題做出準(zhǔn)確回答，必須深入分析官員特征對城市環(huán)境治理績效的影響。

二、計量模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定與變量說明

其中：ZLJXit表示城市環(huán)境治理績效；α0為常數(shù)項；Leaderit表示官員可觀測特征，包括官員年齡、性別、是否接受過黨校教育等變量；Xit表示其他控制變量，包括城市發(fā)展水平、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素；φi和λt表示城市和時間層面上的固定效應(yīng)；εit表示隨機(jī)項。模型中各變量的具體說明如下。

1.被解釋變量：城市環(huán)境治理績效

基于環(huán)境治理績效的全面性和準(zhǔn)確性考慮，借鑒祁毓等［4］的做法，本文主要從污染物排放、污染治理以及生態(tài)環(huán)境3個角度進(jìn)行合成，分別構(gòu)造環(huán)境污染排放逆指數(shù)（WRPF）、環(huán)境污染治理指數(shù)（WRZL）和綠化指數(shù)（LH），其中環(huán)境污染排放逆指數(shù)由人均工業(yè)廢水排放量、人均SO2排放量和人均工業(yè)煙塵排放量構(gòu)成；環(huán)境污染治理指數(shù)則由工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率、工業(yè)SO2去除率、工業(yè)煙塵去除率、工業(yè)固體廢棄物綜合利用率、城鎮(zhèn)生活污水處理率、生活垃圾無害化處理率等6個二級指標(biāo)構(gòu)成；綠化指數(shù)則由城市建成區(qū)綠化覆蓋率表示。本文進(jìn)而根據(jù)上述指數(shù)采用主成分方法測算環(huán)境治理績效指數(shù)。首先對各項二級指標(biāo)分別作標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后逐級采用主成分分析方法為各個二級指標(biāo)賦予相應(yīng)的權(quán)重，分別得到污染排放逆指數(shù)（進(jìn)行倒數(shù)化處理）、污染處理指數(shù)和綠化指數(shù)，最后再次采用主成分方法為上述3個指數(shù)賦予相應(yīng)的權(quán)重，最終得到環(huán)境治理績效指數(shù)，具體的指數(shù)值見表1。

表1報告了城市環(huán)境治理績效的測算結(jié)果。從表1中可以看出，2003—2010年間全國城市環(huán)境治理績效指數(shù)呈不斷上升趨勢，由2003年的0.4564上升為2010年的0.5757，年均值為0.5084。其中，污染治理指數(shù)、綠化指數(shù)與環(huán)境治理績效指數(shù)的變化趨勢保持一致，均呈顯著上升態(tài)勢。而污染排放逆指數(shù)則從2003年的0.4832下降至2007年的0.3971，之后出現(xiàn)明顯的波動特征，最終變?yōu)?010年的0.4578，總體呈現(xiàn)一定的下降趨勢。

鑒于中國區(qū)域廣闊，空間異質(zhì)性顯著，本文進(jìn)一步將169個城市劃分為東部（73個地級市）中部（72個地級市）和西部（51個地級市）3個區(qū)域進(jìn)行考察。圖1報告了分區(qū)域考察結(jié)果。從圖中可以看出，東部、中部和西部城市的環(huán)境治理績效總體均呈顯著的上升趨勢，并且東部城市環(huán)境治理績效依次高于中部和西部，但3個地區(qū)環(huán)境治理績效之間的差距在不斷縮小。

表1 城市環(huán)境治理績效

圖1 東部、中西部地區(qū)城市環(huán)境治理績效

2.核心解釋變量：官員特征

地方官員對中國地方經(jīng)濟(jì)增長具有重要影響，而作為城市“一把手”的市委書記的角色尤為關(guān)鍵。所以，本文主要關(guān)注地級城市市委書記的以下具體特征：①年齡（age），采用當(dāng)年減去出生年份進(jìn)計算；②性別（gender）。如果該市市委書記為男性，則該值為1，否則為0；③是否本地任職（bdrz），如果市委書記籍貫與任職地為同一省份，則該值為1，否則為0；④是否具有較高學(xué)歷（jgxl），如果市委書記具有研究生及以上學(xué)歷，則該值為1，否則為0；⑤是否接受過黨校教育（dxjy），如果該市市委書記接受過黨校教育，則該值為1，否則為0；⑥是否是經(jīng)濟(jì)師（jjs），如果該市市委書記為經(jīng)濟(jì)師，則該值為1，否則為0；⑦是否是工程師（gcs），如果該市市委書記是工程師，則該值為1，否則為0；⑧任職年限（rznx）。對于在一年中上半年上任的，我們將該年記為該市委書記在該城市任職的第一年；對于在一年中下半年上任的，我們將下一年記為該市委書記在該城市任職的第一年；⑨是否有基層工作經(jīng)歷（jcgz），如果該市市委書記具有秘書長副秘書長、辦公室主任、助理工作經(jīng)歷，該值為1，否則為0；⑩是否是經(jīng)管類專業(yè)（rszy），如果該市委書記為經(jīng)管類專業(yè)（本科、研究生或博士所讀專業(yè)）畢業(yè)，該值為1，否則為0。

3.控制變量

為防止遺漏重要的解釋變量，造成實(shí)證結(jié)果的偏誤和不穩(wěn)健，本文借鑒蔡昉等［16］的做法，分別加入以下控制變量：①城市發(fā)展水平（pgdp），采用城市人均GDP的對數(shù)值進(jìn)行表示；②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（cyjg），采用第二產(chǎn)業(yè)占GDP比值表示；③對外開放程度（open），采用FDI占GDP的比重來表示。

（二）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計性描述

本文詳細(xì)匹配了當(dāng)年市委書記官員信息與城市經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展數(shù)據(jù)。其中，環(huán)境治理績效所需的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)、城市FDI、第二產(chǎn)業(yè)占比、人均GDP等數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。城市市委書記個人特征數(shù)據(jù)來源于陳碩［17］，該數(shù)據(jù)庫涵蓋了全國27個?。白灾螀^(qū)）333個地級市（及副省級城市、自治州和地區(qū)）2000—2010年間989位黨委書記的個人信息。數(shù)據(jù)類型為市-年平衡面板，包括3663個市-年—黨委書記觀察值（缺失642個觀察值信息，實(shí)有3021個觀察值）。由于該數(shù)據(jù)庫存在一些數(shù)據(jù)錯誤，本文最終以2003—2010年間中國25個省份的196個地級城市為樣本。

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？傮w來看，各城市環(huán)境治理績效之間的差距較大，最大值為3.2，而最小值僅為0.209；污染排放逆指數(shù)也存在同樣特征，最大值達(dá)到13.38，而最小值僅為0.0225；各城市綠化指數(shù)相差不大，平均值為0.352；市委書記平均年齡為51.815歲，低于中央規(guī)定的法定退休年齡；男性市委書記占比達(dá)到97.1%；在本地任職的市委書記人數(shù)占比較高，達(dá)到0.665，接近2/3；具有研究生及以上學(xué)歷的市委書記人數(shù)超過70%（0.705）；接受過黨校教育的市委書記未超過總?cè)藬?shù)一半（0.435）；具有經(jīng)濟(jì)師或者有工程師職稱的人數(shù)相差不大，均在0.05左右；任職年限均值不大于3年，說明市委書記變動比較頻繁；近一半的市委書記具有基層工作經(jīng)驗(yàn)；78.1%的市委書記具有經(jīng)管類專業(yè)背景。

表2 主要變量統(tǒng)計性描述

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）總樣本回歸結(jié)果

本文根據(jù)模型設(shè)定進(jìn)行回歸分析，表3報告了官員特征對城市環(huán)境治理績效影響的實(shí)證回歸結(jié)果。其中，列（1）為僅考慮官員年齡、任職年限等官員特征的回歸結(jié)果，列（2）～列（4）為依次加入城市發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度后的回歸結(jié)果。

表3 總樣本回歸結(jié)果

所有方程中官員年齡對城市環(huán)境治理績效的影響系數(shù)均為負(fù)值，并且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明官員年齡的增加不利于城市環(huán)境治理績效的改善；是否本地任職、是否接受過黨校教育、是否是工程師、是否有團(tuán)委工作經(jīng)歷對城市環(huán)境治理績效的影響系數(shù)均顯著為正，且至少通過了10%的顯著性檢驗(yàn)?？赡艿慕忉屓缦?。

（1）年齡越大的官員，其向上晉升的動力越弱，晉升壓力也越小。此時，官員對于政績的渴求便會不斷降低。而治理環(huán)境本身面臨著較大的阻力。因此，年長的官員為求得“平穩(wěn)退休”或者因?yàn)槟芰λ?，通常會抱著“多一事不如少一事”的心態(tài)，甚至有些官員為了退休之后的生活更為安逸，會通過放松甚至準(zhǔn)許污染企業(yè)的生產(chǎn)運(yùn)營從而獲取灰色收入。因此，與年齡較小的官員相比，他們對污染排放的控制和污染物的治理表現(xiàn)不佳。

（2）當(dāng)官員在本省任職時，官員通常會考慮政府決策對其家鄉(xiāng)環(huán)境的影響。因此，在本地任職的官員進(jìn)行環(huán)境治理的意愿和決心更強(qiáng)，環(huán)境治理績效的提升也會更大。

（3）接受過黨校教育的官員，對于黨的環(huán)保方面的方針路線理解更為準(zhǔn)確，自身行為更為規(guī)范。因此，這些官員在任期內(nèi)對環(huán)境污染的控制和污染治理的投資會更多，從而環(huán)境治理意愿和績效都會更高。

（4）是否是工程師可以衡量個人是否具有工程系統(tǒng)操作、設(shè)計、管理、評估能力，也體現(xiàn)了一定的科學(xué)素養(yǎng)。當(dāng)官員具有工程師職稱時，意味著官員對工程建設(shè)和管理的理解更為全面和準(zhǔn)確。而這些都可以為官員進(jìn)行環(huán)境治理提供必要的專業(yè)知識支撐，從而更有助于官員進(jìn)行污染治理。此外，在控制變量中，城市發(fā)展水平對城市環(huán)境治理績效產(chǎn)生顯著的正向影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放程度的影響則顯著為負(fù)。

（二）環(huán)境治理績效分指標(biāo)回歸結(jié)果

進(jìn)一步，為深入分析官員特征影響環(huán)境治理績效的具體途徑，本文實(shí)證研究了官員特征對具體的各項環(huán)境污染指標(biāo)的影響。表4報告了官員特征對污染排逆指數(shù)、污染治理指數(shù)和綠化指數(shù)的回歸結(jié)果。

列（1）的回歸結(jié)果顯示，是否接受過黨校教育、是否是工程師、任職年限均對污染排放逆指數(shù)產(chǎn)生了顯著的正向影響。列（2）的回歸結(jié)果則顯示，只有官員學(xué)歷、是否是工程師對污染治理指數(shù)具有顯著影響，但前者影響系數(shù)為正，后者則為負(fù)值，其他特征并無產(chǎn)生顯著影響。列（3）的回歸結(jié)果顯示，官員年齡、學(xué)歷均對綠化指數(shù)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，是否本地任職、任職年限則產(chǎn)生顯著的正向影響，其他官員特征的影響并不顯著。

表4 環(huán)境治理績效分指標(biāo)回歸

（三）分區(qū)域回歸結(jié)果

此外，本文也進(jìn)而研究了官員特征影響環(huán)境治理績效可能存在的區(qū)域異質(zhì)性，即對于不同地區(qū)而言，官員特征對環(huán)境治理影響的差異性。表5分別報告了東中西3個區(qū)域的回歸結(jié)果。

列（1）的回歸結(jié)果顯示，在東部城市，是否具有較高學(xué)歷和是否接受過黨校教育對污染排放逆指數(shù)產(chǎn)生了顯著的正向影響，表明具有較高學(xué)歷或接受過黨校教育的官員更有利于環(huán)境治理。列（2）的回歸結(jié)果顯示，在中部地區(qū)的城市，性別、是否本地任職、是否接受過黨校教育、是否是工程師、是否是經(jīng)濟(jì)師對環(huán)境治理績效均具有顯著的正向影響，而是否具有較高學(xué)歷和是否有基層工作則產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。列（3）的回歸結(jié)果則顯示，在西部城市中，官員年齡產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，而是否是工程師和是否具有基層工作經(jīng)歷則具有正向影響?？梢?，官員特征對城市環(huán)境績效的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。

表5 分區(qū)域回歸結(jié)果

四、結(jié)論與對策建議

本文基于2003—2010年間全國25個省份196個地級市為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了官員特征對城市環(huán)境治理績效的影響，得出以下主要結(jié)論。

（1）考察期內(nèi)全國城市環(huán)境治理績效指數(shù)呈不斷上升趨勢，從2003年的0.4564上升為2010年的0.5757，年均值為0.5084。其中，東部城市環(huán)境治理績效依次高于中部和西部，但3個地區(qū)環(huán)境治理績效之間的差距在不斷縮小。

（2）在總樣本回歸結(jié)果中，官員年齡對城市環(huán)境治理績效的影響系數(shù)均為負(fù)值，并且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，這表明官員年齡的增加不利于城市環(huán)境治理績效的改善；而是否本地任職、是否接受過黨校教育、是否是工程師對城市環(huán)境治理績效的影響系數(shù)均顯著為正，且至少通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，這表明地方官員的這些特征可以有助于城市環(huán)境改善。

（3）是否接受過黨校教育、是否是工程師、任職年限均對污染排放逆指數(shù)產(chǎn)生了顯著的正向影響；官員學(xué)歷、是否是工程師對污染治理指數(shù)具有顯著影響，但前者影響系數(shù)為正，后者則為負(fù)值；官員年齡、學(xué)歷均對綠化指數(shù)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，是否本地任職、任職年限則會產(chǎn)生顯著的正向影響。

（4）官員特征對城市環(huán)境績效的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。其中，在東部地區(qū)，是否具有較高學(xué)歷和是否接受過黨校教育均對污染排放逆指數(shù)產(chǎn)生了顯著的正向影響，表明具有較高學(xué)歷或接受過黨校教育的官員更注重于環(huán)境治理。在中部地區(qū)，性別、是否本地任職、是否接受過黨校教育、是否是工程師、是否是經(jīng)濟(jì)師對環(huán)境治理績效均具有顯著的正向影響，而是否具有較高學(xué)歷和是否有基層工作則產(chǎn)生了顯著地負(fù)向影響。在西部城市中，官員年齡產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，而是否是工程師和是否具有基層工作經(jīng)歷則具有正向影響。

鑒于地方政府在環(huán)境治理和改善中的重要作用，并結(jié)合上述研究結(jié)論，本文建議：①上一級政府在確定城市官員人選的時候，要綜合考慮官員的個人特征，可以重點(diǎn)考慮那些接受過黨校教育、在本省任職、有工程師職稱的官員，具有這些特征的官員在接任地級市委書記后可能更能協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境治理的關(guān)系，更有利于城市環(huán)境的改善；②在確定地級市官員人選時，還應(yīng)考慮不同區(qū)域的差異性。例如，對于東部地區(qū)的城市，要應(yīng)該考慮官員學(xué)歷這一重要因素；對于西部地區(qū)的城市，應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注是否有基層工作經(jīng)驗(yàn)這一特征，而對于中部地區(qū)的城市，則還應(yīng)考慮那些具有經(jīng)濟(jì)師職稱的官員。